甲狀腺結節的前后徑與橫徑比值對其良惡性診斷價值的Meta分析

胡如英，莫文魁，楊曉霞，王國平，黃國強，黃一波

（浙江中醫藥大學附屬第二醫院 普通外科，浙江 杭州 310005）

甲狀腺結節在臨床上較為常見，發病率近年來具有上升趨勢[1-2]。早期發現甲狀腺結節并鑒別其良惡性對臨床治療決策具有重要意義。目前甲狀腺結節常規檢查方法有B超或CT。Kim等[3]首次提出甲狀腺結節的前后徑與橫徑比值（anteroposterior diameter to transverse diameter ratio，A/T）＞1能提示甲狀腺結節的惡性可能。然而，隨著相關研究的增多，國內外的研究結果并不統一[4-7]。因此，本研究通過搜集國內外甲狀腺結節經B超或CT檢查的診斷性研究，對A/T≥1考慮為惡性結節的診斷價值進行Meta分析，為臨床提供可靠的循證醫學依據。

1 資料與方法

1.1 文獻檢索

選取PubMed、EMBASE、Cochrane Library、中國知網、維普、萬方等數據庫，檢索2017年7月前發表的有關評價A/T≥1對于惡性甲狀腺結節診斷的診斷性研究。其中結節前后徑是指橫切面或縱切面測得的前后徑，結節橫徑是指橫切面測得的左右徑或縱切面測得的上下徑中較大者，前后徑與橫徑的比值=前后徑/橫徑。英文檢索詞包括：thyroid、thyroid nodules、anteroposterior、transverse diameter、Meta analysis、shape、anonymous、prospective、random、blind、diagnosis。中文檢索詞包括：甲狀腺、甲狀腺結節、前后徑、左右徑、縱橫比、良性、惡性、薈萃分析、前瞻性、隨機、盲法、診斷。

1.2 文獻納入標準和排除標準

1.2.1 納入標準 ⑴ 術前均行甲狀腺B超或CT檢查；⑵ 均行細針穿刺活檢或手術切除，有病理結果作為金標準；⑶ 診斷性研究，包括隨機或盲法研究；⑷ 原始文獻給出數據充分，可以做四格表。

1.2.2 排除標準 ⑴ 甲狀腺術后復發結節；⑵ 合并甲狀腺功能亢進者；⑶ 摘要、綜述、評論、信件、社論、病例報道；⑷ 文獻無法提供研究所需的原始數據；⑸ 無最終病理診斷的文獻；⑹ 重復發表的文獻；⑺ 病例對照研究。

1.3 數據提取

由2名研究者對納入文獻的全文進行閱讀后，按照預先設計的數據資料提取表提取數據。主要包括：⑴ 一般資料（第一作者姓名、發表年限、文獻類型、樣本量、檢測方法）；⑵ 主要指標（檢查方法，金標準診斷方法，前后徑與左右徑比值，總結節數，良性結節，惡性結節等）；⑶ 次要指標（結節大小，惡性類型，良性類型等。意見不一致通過第三者協商解決）。

1.4 納入研究的風險偏倚及臨床適用性評估

使用診斷準確性研究量表評價工具2（QUADAS 2）[8-10]對納入的文獻進行質量評價。該工具包括病例選擇、待評價診斷方法、對照診斷方法、病例流程和進展情況等4個部分，每個部分都進行偏倚風險的評估，前3個部分同時進行臨床適用性的評估。意見不一致時通過第三位研究者進行討論決定。本研究中所謂“盲法”是指“待評價試驗的結果判讀是在不知曉金標準試驗結果的情況下進行的”。

在偏倚風險評估中，每個部分均納入一些標志性問題，評價者根據各納入研究的具體情況，每個問題用“是”，“否”，“不清楚”來評價。整理好所有標志性問題結果，綜合評定各納入研究在本部分偏倚風險情況。如所有標志性問題評價均為“是”，該研究在本部分偏倚風險低；如所有標志性問題均為“否”或者僅有“否”和“不清楚”，則該研究在本部分偏倚風險高；如標志性問題中僅有“是”和“否”或者僅有“是”和“不清楚”，在該研究在本部分偏倚風險不確定[11]。

在臨床適用性方面，評估各項納入研究在每個部分的臨床適用風險度，用“低”，“高”或“不確定”來評價，分別代表納入研究在各個部分臨床適用風險度低、高、不確定[11]。

1.5 Meta分析

1.5.1 異質性分析 研究主要參考診斷試驗Meta分析手冊[12]，通過Meta-Disc（1.4版本）軟件[13]對文章進行異質性檢驗和統計分析。計算合并效應量，即：敏感度，特異度，陽性似然比（positive likelihood ratio，PLR），陰性似然比（positive likelihood ratio，NLR），診斷比值比（diagnostic odds ratio，DOR）。繪制綜合受試者工作特征曲線（SROC）曲線和曲線下面積（AUC）分析評價診斷試驗的準確性。通過95%的可信區間（95%CI）來評價本研究的精確度。⑴ 通過敏感度對數和（1-特異度）對數之間使用Spearman相關系數來驗證是否存在閾值效應引起的異質性。如為正值且P＜0.05，則存在閾值效應引起的異質性[13]。⑵ 用χ2檢驗來評價文獻的非閾值效應所引起的異質性。P≤0.01表示納入研究間存在非閾值引起的異質性，P＞0.01表示納入研究間不存在非閾值引起的異質性。進一步根據χ2檢驗結果計算I2，定量分析納入研究間因非閾值效應所致的異質性。若I2=0，表示不存在異質性；0＜I2≤25%表示存在極低異質性，25%＜I2≤50%表示存在中度異質性，I2＞50%表示存在高度異質性[14]。

1.5.2 異質性來源分析 采用Meta-Disc 1.4軟件進行分析。⑴ 逐一去除各單項研究后，對剩余研究行敏感性分析，按上述方法生成剩余研究的合并敏感度和特異度，評價納入研究總體合并效應量的穩定性。如去除單項研究后合并敏感度和特異度無明顯變化，說明納入研究總體合并效應量穩定性好；如果去除單項研究后合并敏感度或特異度有明顯改變，說明去除的單項研究可能是異質性的來源。⑵ 提出納入研究間形成異質性的可能因素，通過亞組分析、Meta回歸等尋找異質性來源[15]。若異質性過于明顯，特別是具有明顯的臨床異質性、方法學異質性而無法通過亞組分析或Meta回歸方法解決時，放棄作Meta分析，只對結果進行一般的統計描述[16]。

1.5.3 合并統計量 采用Meta-Disc 1.4軟件進行分析。如存在閾值效應引起的異質性，根據各納入研究匯總生成的SROC，計算AUC和Q*指數。如不存在閾值效應引起的異質性，也不存在非閾值效應引起的異質性或存在非閾值效應引起的低度異質性時采用固定效應模型，當存在非閾值效應引起的中、高度異質性時采用隨機模型[13]。

1.6 發表偏倚評價

采用Stata 13.0統計軟件繪制Deek漏斗圖，評估納入研究結果引起的發表偏倚，P＜0.05表示存在發表偏倚，P≥0.05表示不存在發表偏倚[11]。若無發表偏倚則圖形類似倒漏斗狀[17]。

2 結 果

2.1 文獻基本特征

共檢索到760篇中英文文獻。經過閱讀標題和摘要進行初步篩選，共排除723篇文章，再通過閱讀全文，根據納入標準和排除標準，最終納入13篇診斷性研究。3篇前瞻性，10篇回顧性研究。其中英文文獻6篇[4-5,18-21]，中文文獻7篇[6-7,22-26]。13篇文章發表于2004—2016年之間，總計11 243枚結節，其中良性結節9 227枚，惡性結節2 016枚。各研究中均行細針穿刺活檢或手術切除，均有病理作為診斷金標準。本研究中良性腫瘤包括結節性甲狀腺腫、濾泡狀腺瘤、甲狀腺囊腫、甲狀腺炎；惡性腫瘤包括乳頭狀癌、濾泡狀癌、髓樣癌、未分化癌、淋巴瘤。文獻檢索流程圖見圖1，納入文獻的一般情況見表1。

圖1 文獻篩選流程及結果Figure 1 Literature screening process and results

表1 納入文獻的一般情況Table 1 General information of the included studies

表1 納入文獻的一般情況（續）Table 1 General information of the included studies (continued)

2.2 納入研究的風險偏倚及臨床適用性評估情況

偏倚風險：根據診斷準確性研究量表評價工具2（QUADAS 2）從偏倚風險及臨床適用性2個方面對納入的13篇文獻進行質量評價（表2）。

表2 納入研究的偏倚風險及臨床適用性評價結果Table 2 Results of bias risk and clinical applicability evaluation

2.3 異質性檢驗

2.3.1 閾值效應檢驗 通過視圖檢驗，即SROC曲線散點圖不呈“肩臂狀”樣式（圖2），Spearmen相關分析顯示不存在閾值效應（r=0.352，P=0.239）。

圖2 SROC曲線散點圖Figure 2 Scatter diagram of SROC

2.3.2 非閾值效應檢驗 對使用DOR作為效應量，使用Q檢驗探討非閾值效應引起的異質性，得到DOR森林圖（圖3），結果表明存在非閾值效應引起的高度異質性（Cochran-Q=202.34，P=0.0000，I2=94.1%）。

根據以上結果，故認為所納入文獻間存在異質性且來源于非閾值效應，故選用隨機效應模式合并統計量。

圖3 DOR森林圖Figure 3 DOR forest plot

2.3.3 異質性來源分析 對非閾值效應引起的異質性來源進行分析，嘗試亞組分析及Meta回歸均無法解決，則進行描述性分析，主要考慮大致有5種變量所致，⑴ 研究方法類型，前瞻性研究或回顧性研究；⑵ 種族，中國或外國；⑶ 是否采用盲法；⑷ 檢測方法，增強CT或B超；⑸ 病例選擇的偏倚風險，不確定風險或高風險等。每一變量如分組，各組間也可能存在異質性，如種族差異中外國組，本研究中有美國、意大利、韓國、印度，因各地區差異，診斷水平差異等均可引起異質性。如檢測方法中B超組，也包括灰階超聲，彈性超聲等，各研究間所用超聲型號不一，使用赫茲不一，都可能為異質性來源。

2.3.4 敏感性分析 敏感性分析結果顯示，除去單項研究后合并敏感度為27%～38%，合并特異度為47%～79%，與納入研究總體合并敏感度、特異度相近，顯示納入研究總體合并效應量結果的穩定性好。

2.4 合并統計量

因納入研究間存在由非閾值效應引起的高度異質性，故采用隨機效應模型。甲狀腺結節的A/T≥1對惡性甲狀腺結節診斷價值的合并敏感度為0.31（95%CI=0.29～0.33）；合并特異度為0.50（95%CI=0.49～0.51）；合并PLR為1.32（95%CI=0.81～2.14）；合并NLR為0.85（95%CI=0.73～0.99）；合并DOR為1.51（95%CI=0.77～2.90）；SROC曲線下AUC為0.5389，Q*值為0.0908。

2.5 發表偏倚評價

從Deek漏斗圖可以看出，各文獻結果呈不對稱分布，表明納入的文章存在發表偏倚（圖4）。

圖4 Deek 漏斗圖Figure 4 Deek’s funnel plot

3 討 論

A/T是結節形態的變異指標，與結節生長方式相關[27]?？v橫比＞1通常被認為是甲狀腺癌的特征。Kim等[3]于2002年最早提出甲狀腺結節的A/T＞1能提示甲狀腺結節具有惡性的可能。

本研究搜集了國內外應用甲狀腺結節A/T≥1來診斷結節良惡性的相關研究。結果顯示，甲狀腺結節的A/T≥1對惡性甲狀腺結節診斷價值的合并敏感度為0.31，合并特異度為0.50，合并陽性似然比為1.32，合并陰性似然比為0.85，合并診斷比值比為1.51，SROC分析顯示準確性為0.538 9±0.529 2。該數據顯示對于A/T≥1對于鑒別甲狀腺惡性結節有一定準確性，但敏感度、特異度較低。結合國內外文獻，對于B超或CT中顯示的A/T≥1的甲狀腺結節，需綜合結節其他征象，如結節是否鈣化、鈣化形態、邊界是否模糊不清、內部是否富含血流等來判斷甲狀腺良惡性[28-30]。

本研究所納入的13篇文獻均符合納入和排除標準，但仍存在以下不足：⑴ 13篇文獻甲狀腺結節A/T未統一，共有6篇文獻為“＞1”[6,18-19,21-22,24]，5篇文獻為“≥1”[5,7,23,25-26]，2篇英文文獻只使用“前后徑＞橫徑”作定性描述[4,20]，沒有給出具體數值。⑵ 甲狀腺結節本身大小沒有統一。Yoon等[31]研究顯示，測量同樣的甲狀腺結節前后徑，B超測量值明顯低于CT測量值。該研究提示探頭的壓力可以改變甲狀腺腫塊的形態，對于良性、囊性和位于腺葉前1/3的腫塊形態改變更為突出。因此，甲狀腺結節的前后徑和橫徑的測量因測量工具的不同而有所差異，這也可能影響本研究結果的準確性。⑶ 文獻來自不同中心，原始文獻存在測量偏倚等風險。因此，需要更多高質量的研究來評價該論點的診斷價值，為臨床提供更可靠的理論依據。

綜上所述，甲狀腺結節的A/T≥1對于診斷惡性甲狀腺結節有一定的準確性，有助于甲狀腺結節良惡性的鑒別診斷，可作為術前甲狀腺結節的常規檢查中提示惡性結節的征象，但敏感度、特異度較低，還需結合其他征象來綜合判斷結節良惡性。需要更多高質量的研究來評價前后徑與橫徑≥1對于惡性甲狀腺結節的診斷價值，為臨床提供更可靠的理論依據。

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